農(nóng)戶(hù)參與小型農(nóng)田水利建管意愿的影響因素
——基于全國(guó)21個(gè)省3552份問(wèn)卷的調(diào)查

張鴻玉

(河海大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 211100)

農(nóng)戶(hù)參與小型農(nóng)田水利建管意愿的影響因素

——基于全國(guó)21個(gè)省3552份問(wèn)卷的調(diào)查

張鴻玉

(河海大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 211100)

摘要：基于全國(guó)21個(gè)省農(nóng)戶(hù)問(wèn)卷的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)線性回歸方法對(duì)影響農(nóng)戶(hù)參與意愿的因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：文化程度、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、承包地面積、有社會(huì)資本和農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼、農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠等變量對(duì)參與意愿呈正向影響；而年齡、百姓對(duì)干部不信任等變量呈負(fù)向影響；男性比女性、以農(nóng)業(yè)收入為主的比以非農(nóng)業(yè)收入為主的家庭參與意愿更高。據(jù)此提出了加大社會(huì)政策補(bǔ)貼、開(kāi)展教育培訓(xùn)、提高農(nóng)民文化素質(zhì)和干部職業(yè)素質(zhì)、提高對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重視力度等建議。

關(guān)鍵詞：小型農(nóng)田水利；管理和建設(shè)；參與意愿；影響因素

0前言

羅興佐[1]在對(duì)荊門(mén)五村的調(diào)查結(jié)果中指出，政府期望通過(guò)產(chǎn)權(quán)改制利用市場(chǎng)連接水利工程單位與個(gè)體農(nóng)戶(hù)間的合作供水關(guān)系，但由于搭便車(chē)行為使沒(méi)有權(quán)威的水利單位和用水協(xié)會(huì)無(wú)法有效組織高度分散且合作難的農(nóng)戶(hù)參與水利設(shè)施的建設(shè)管理，導(dǎo)致有水用不上。農(nóng)民對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和維護(hù)的合作陷入困境,此外，我國(guó)農(nóng)村小型農(nóng)田水利設(shè)施存在投入不足、建設(shè)滯后、損毀嚴(yán)重等問(wèn)題，因此，迫切需要增加建設(shè)投入和管護(hù)，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)田水利建設(shè)主要由政府支持，如何調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)的參與積極性，是目前亟需解決的問(wèn)題。要引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)積極參與農(nóng)田水利的建設(shè)和管理，就必須從理論與實(shí)證上分析影響其參與意愿的因素[2]。

國(guó)外學(xué)者對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施的合作供給進(jìn)行了理論探討和實(shí)證分析，Ostrom[3]提出了一系列公共池塘資源和持續(xù)利用資源的制度安排，通過(guò)小型農(nóng)田水利實(shí)證研究系統(tǒng)分析了小型農(nóng)田水利所面臨的各種困難及原因，提出了小型農(nóng)田水利利益相關(guān)者應(yīng)通過(guò)以平等的相互交流來(lái)共同構(gòu)建改善集體行動(dòng)結(jié)果的實(shí)際運(yùn)行規(guī)則；Araral[4]分析了菲律賓大型灌溉區(qū)的灌溉協(xié)會(huì)向成員籌資籌勞共同維護(hù)水渠質(zhì)量的行動(dòng)效果以及背后原因。在農(nóng)田水利設(shè)施的投入和管護(hù)方面，國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為，把政府負(fù)責(zé)的管理職責(zé)部分或全部移交給農(nóng)民協(xié)會(huì)或其他私人部門(mén)才是最有效的途徑[5]；如何建立農(nóng)民自己的組織或其他非政府組織來(lái)進(jìn)行有效管理是農(nóng)業(yè)灌溉管理由集權(quán)向分權(quán)轉(zhuǎn)化的根本途徑[6]。而Dan Assaf[7]認(rèn)為政府的作用更為重要，政府財(cái)政的積極投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展發(fā)揮了很大作用。

在農(nóng)民參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管護(hù)的意愿上國(guó)內(nèi)學(xué)者也做了大量的實(shí)證研究。劉輝等[8]在對(duì)湖南省糧食主區(qū)457戶(hù)農(nóng)戶(hù)調(diào)查的基礎(chǔ)上，通過(guò)二元Logistic模型分析了影響農(nóng)戶(hù)參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的因素，認(rèn)為農(nóng)戶(hù)的文化程度、健康狀況、勞動(dòng)力數(shù)量、種糧收入比重、對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施的評(píng)價(jià)等因子影響農(nóng)戶(hù)的參與意愿及參與方式。朱紅根等[9]通過(guò)Logistic模型分別考察了農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)意愿的影響因素,將影響因素進(jìn)一步歸納為戶(hù)主特征、農(nóng)戶(hù)家庭特征和生產(chǎn)特征等方面；劉恬等[10]在其研究中得出結(jié)論,，認(rèn)為家庭勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入比重、可灌溉面積比重、農(nóng)田水利設(shè)施狀況評(píng)價(jià)、種糧補(bǔ)貼政策等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿呈顯著的影響。張寧等[11]用二元Logistic模型回歸分析得出結(jié)論，認(rèn)為影響農(nóng)戶(hù)參與小型水利工程管理的因素包括農(nóng)戶(hù)受教育程度、家庭非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重、農(nóng)業(yè)收入比重、周?chē)藚⑴c管理比例及所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

從上述文獻(xiàn)中可以看出，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要運(yùn)用二元Logistic模型對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿影響因素進(jìn)行了分析，不同的是各方面特征所選取的描述變量不同。與國(guó)內(nèi)學(xué)者以農(nóng)戶(hù)個(gè)體作為研究對(duì)象所不同的是，國(guó)外學(xué)者更多的是從農(nóng)民組織和成員異質(zhì)性的角度來(lái)考察集體行為對(duì)農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的影響。

1數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本描述

1.1數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)源于在教育部人文社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目和江蘇省教育廳2012年高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究指導(dǎo)項(xiàng)目共同資助下開(kāi)展的調(diào)查。該調(diào)查在2013年12月至2014年3月之間展開(kāi)，調(diào)查員為包括河海大學(xué)、中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)、浙江師范大學(xué)、安徽師范大學(xué)、河南財(cái)經(jīng)大學(xué)、貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)、云南大學(xué)、吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)等分布于全國(guó)各地超過(guò)20所大學(xué)的在校研究生組成，調(diào)查員都是社會(huì)學(xué)及社會(huì)工作相關(guān)專(zhuān)業(yè)的學(xué)生。本次調(diào)查利用調(diào)查員寒假回家的機(jī)會(huì)開(kāi)展，根據(jù)各省市報(bào)名人數(shù)按比例分配調(diào)查員數(shù)量，每位調(diào)查員在自己的家鄉(xiāng)所在村開(kāi)展隨機(jī)抽樣調(diào)查，每個(gè)村莊調(diào)查樣本為10份，人口較多的村莊樣本控制在15份，共回收3552份有效樣本，共涉及351個(gè)村莊，21個(gè)省(市、自治區(qū))。此外，針對(duì)每個(gè)村莊有村莊基本情況調(diào)查問(wèn)卷1份，共回收有效問(wèn)卷351份。

1.2樣本描述

樣本農(nóng)戶(hù)的平均年齡是43歲，處于30～49歲年齡段的農(nóng)戶(hù)占樣本的53.2%，50歲以上的占32.6%，所以青壯年仍是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的主要力量，但老齡化趨勢(shì)明顯；受教育程度分為小學(xué)及以下、初中、高中、大專(zhuān)、大學(xué)本科及以上，所占比例分別為30.6%、47.8%、16.1%、3.1%和2.5%，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的受教育程度主要集中于初中及以下，總體受教育水平偏低；每戶(hù)家庭平均承包地面積為0.638 hm2，表示未來(lái)3年會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶(hù)占65.5%，不確定的占22.9%，明確不會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的占11.5%，說(shuō)明部分農(nóng)民對(duì)土地的依賴(lài)越來(lái)越低；家里有親戚在事業(yè)或政府機(jī)關(guān)單位的農(nóng)戶(hù)有33.3%，沒(méi)有的占57.6%，不知道的占9.1%，有相當(dāng)比例的農(nóng)戶(hù)有較高的社會(huì)資本；社會(huì)政策上，有農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼的農(nóng)戶(hù)占11.7%，沒(méi)有的占64.7%；認(rèn)為村干部的話不能相信的農(nóng)戶(hù)占38.6%，認(rèn)為可信的占38.4%，22.9%的人持中立態(tài)度，從這一數(shù)據(jù)中可以看出，干群間的信任存在一定的問(wèn)題，不利于村莊公共事務(wù)的管理和鄉(xiāng)村社會(huì)的和諧有序發(fā)展。

村莊中純粹從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的勞動(dòng)力比例均值為46.76%，從事農(nóng)業(yè)兼非農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力比例均值為36.57%；常年外出務(wù)工的勞動(dòng)力比例均值為28.53%，可以看出，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力收入仍然是農(nóng)戶(hù)的主要收入，但是非農(nóng)業(yè)收入的比重也很高，農(nóng)戶(hù)收入向多元化發(fā)展。農(nóng)戶(hù)家庭2013年平均總收入約為5.05萬(wàn)元，其中農(nóng)業(yè)收入占54.4%；其次為工資性收入，占41.6%。而農(nóng)業(yè)收入主要以種植業(yè)為主，從事種植業(yè)的農(nóng)戶(hù)比例高達(dá)94.3%，主要作物是水稻、小麥和玉米，其次是養(yǎng)殖業(yè)。

在現(xiàn)有的農(nóng)田水利設(shè)施中，水渠設(shè)施占33.9%、機(jī)井設(shè)施占20.7%、排澇和提灌泵站設(shè)施占20.2%、小水庫(kù)或水塘占25.2%，從這一比例中可知，傳統(tǒng)的水渠和水庫(kù)灌溉設(shè)施比例稍高，但總體上設(shè)施類(lèi)型應(yīng)用的數(shù)量差別不大。而農(nóng)村小水利設(shè)施在數(shù)量、質(zhì)量和效用上依然存在著問(wèn)題，其中數(shù)量上不夠和嚴(yán)重不夠的比例達(dá)37.9%，水利設(shè)施損壞比例為53.6%，不能滿(mǎn)足基本需求的比例占40.3%，總體上看，目前水利設(shè)施建設(shè)管理狀況不能滿(mǎn)足農(nóng)戶(hù)灌溉用水的需要，所以要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)農(nóng)田水利的投入和管護(hù)。而用水協(xié)會(huì)作為農(nóng)田水利設(shè)施進(jìn)行產(chǎn)權(quán)改革后組織農(nóng)戶(hù)合作用水的組織在所調(diào)查的351個(gè)村莊中比例僅有5.2%，所以調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)積極性，參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)非常必要。

2理論假說(shuō)及研究設(shè)計(jì)

2.1理論假說(shuō)

“理性小農(nóng)學(xué)派”認(rèn)為小農(nóng)是“理性的小農(nóng)”，是一個(gè)權(quán)衡長(zhǎng)短期利益并為利益最大化而做出合理決策的人，能夠?qū)ζ渌涞馁Y源做出合理有效的策略。因此，只有當(dāng)農(nóng)田水利投資能給農(nóng)戶(hù)及家庭帶來(lái)合理的效用時(shí)，農(nóng)戶(hù)才愿意參與農(nóng)田水利建設(shè)，如下式表示農(nóng)戶(hù)的決策行為：

D(R)=P(E-C>R)

其中，D(R)為農(nóng)戶(hù)參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的決策函數(shù)；R為農(nóng)戶(hù)當(dāng)前不參與管護(hù)的收益；E為預(yù)期收益；C為預(yù)期成本。該式表明，只有當(dāng)農(nóng)戶(hù)的預(yù)期收益E與預(yù)期成本C的差值大于當(dāng)期收益R時(shí)，農(nóng)戶(hù)才會(huì)參與小型農(nóng)田水利建設(shè)和管護(hù)。農(nóng)戶(hù)的當(dāng)前收益和預(yù)期參與成本是比較容易確定的，而農(nóng)戶(hù)的預(yù)期收益受農(nóng)戶(hù)的個(gè)人因素及周?chē)獠恳蛩氐挠绊慬12]。根據(jù)已有研究結(jié)果，農(nóng)戶(hù)的文化程度、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿有正向影響，年齡[8]、對(duì)干部不信任對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿有負(fù)向影響[10]，在本文中將對(duì)這些結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證。此外，依據(jù)理性小農(nóng)、效用最大化理論作出如下假設(shè)：

(1)男性比女性的參與意愿更高。在傳統(tǒng)的農(nóng)村社會(huì)，由于性別的差異，在家庭生產(chǎn)生活中男女各有分工，女性主要管理家庭事務(wù)，而男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的決策上具有絕對(duì)地位，精通農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策利弊的男性更易認(rèn)識(shí)到設(shè)施管護(hù)的重要性，在參與積極性上要高于女性。

(2)以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶(hù)參與意愿較高。本文以農(nóng)戶(hù)擁有承包地面積、家庭收入來(lái)源和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)指標(biāo)來(lái)解釋這一假設(shè)。承包地面積和勞動(dòng)力人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)收入比重越大，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)生活越依賴(lài)于農(nóng)業(yè)收入，而農(nóng)田水利設(shè)施的管護(hù)有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展和農(nóng)民收入的提高，所以承包土地面積越多的農(nóng)戶(hù)更加注重水利設(shè)施的管護(hù)和建設(shè)，其參與意愿就越強(qiáng)。

(3)擁有較高社會(huì)資本的農(nóng)戶(hù)參與意愿更高。社會(huì)資本具有增加私人提供公共資源數(shù)量的功能，因而有助于降低農(nóng)戶(hù)農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的成本[13]，從而提高了農(nóng)戶(hù)的參與意愿。在分析中采用“家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)關(guān)”這一變量來(lái)表示社會(huì)資本，家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)關(guān)工作的，農(nóng)戶(hù)可以依賴(lài)這種社會(huì)關(guān)系獲取更多政策信息或相對(duì)便利的條件，為設(shè)施管理和建設(shè)降低了成本并解決了合作的阻礙。

(4)未來(lái)有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期的農(nóng)戶(hù)參與意愿越高。非農(nóng)化雖然日益成為農(nóng)村社會(huì)的一個(gè)顯著特征，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍是農(nóng)民主要的生計(jì)內(nèi)容，對(duì)那些有長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的農(nóng)戶(hù)來(lái)講，農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管護(hù)的投入也勢(shì)必是其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)投入的一部分，一般情況下其參與的積極性較高。

(5)較低的干群信任度與農(nóng)戶(hù)的參與意愿呈負(fù)相關(guān)。村莊公共事務(wù)和政府政策的執(zhí)行、組織有賴(lài)于村干部的領(lǐng)導(dǎo)和宣傳，而一個(gè)缺乏社會(huì)信任的干群關(guān)系則不利于達(dá)到有效的組織協(xié)調(diào)，村民對(duì)干部的質(zhì)疑會(huì)導(dǎo)致參與的積極性不高，從而阻礙了公共事務(wù)和問(wèn)題的解決，所以采用“老百姓不相信干部的話”這一變量來(lái)代表干群信任度。

2.2研究設(shè)計(jì)

結(jié)合以往研究及本次調(diào)查問(wèn)卷，為此次模型分析選取了如表1中的變量來(lái)試圖解釋影響農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理意愿的影響因素。由于本文建立的是多元線性回歸模型，要求自變量與因變量需為連續(xù)型變量，所以對(duì)定類(lèi)自變量進(jìn)行了處理，轉(zhuǎn)換成虛擬變量。模型公式為：

y=a+b1x1+b2x2+…+bixi+e

其中，y為因變量，即農(nóng)戶(hù)參與意愿；x為自變量(影響因素)；b為回歸系數(shù)；i表示自變量個(gè)數(shù)；e為常量。

此次分析所選取的因變量取自問(wèn)卷中的參與意愿量表，分別是農(nóng)戶(hù)對(duì)渠道清淤或維修、灌溉機(jī)井建設(shè)或維修、提灌泵站建設(shè)或維修、小水庫(kù)或水塘的清淤或維修這4個(gè)水利設(shè)施類(lèi)型的參與意愿，每個(gè)變量都有5個(gè)水平，即都不愿意、不清楚、出工、出錢(qián)、既出工又出錢(qián)。4個(gè)變量代表了4種不同的農(nóng)田水利設(shè)施類(lèi)型，但統(tǒng)一為農(nóng)田水利設(shè)施，為了提高樣本的代表性，采用因子分析的方法將4個(gè)變量提取為一個(gè)變量用以代表“農(nóng)田水利設(shè)施”這一變量。表2為參與意愿量表的因子分析結(jié)果，通過(guò)主成分分析抽取和最大方差法旋轉(zhuǎn)，累積解釋量達(dá)到72.312%，KMO值為0.813，適合做因子分析，并提取1個(gè)變量，共可解釋全量表72.312%的變異量，表示成功提取了“農(nóng)田水利設(shè)施”變量。

3結(jié)果與分析

表3為農(nóng)田水利實(shí)施建設(shè)和管理意愿影響因素的多元線性回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果摘要，可以看出，性別和文化程度通過(guò)了P<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明男性相對(duì)于女性的參與意愿更高，這與性別的社會(huì)性差異有關(guān)，通常由于家庭中“男主外，女主內(nèi)”的不同分工使男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中的決策權(quán)力更大，并且更了解農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意義；而文化程度上，初、高中及以上比小學(xué)的參與度要高，高中及以上比初中程度有更高的解釋力，說(shuō)明隨著文化程度的提高，農(nóng)戶(hù)參與意愿越高，較高的文化程度同時(shí)也意味著較高的認(rèn)知水平，越能夠意識(shí)到農(nóng)田水利設(shè)施在促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重要性，與前人的研究結(jié)果相一致。年齡通過(guò)了P<0.1統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，但是符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明年齡越大，參與意愿就越低，在農(nóng)村以居家養(yǎng)老的模式為主，通常情況下老年人會(huì)把土地交給子代，亦或承包給別人耕種，不從事或較少?gòu)氖罗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)的老年人對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入關(guān)注度較低，參與意愿也較低。

表1　線性回歸模型中所用變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2　參與意愿量表因子分析結(jié)果

家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)和以農(nóng)業(yè)收入為主的收入來(lái)源變量通過(guò)了P<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，方向?yàn)檎?，說(shuō)明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)越多，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的人力成本越高，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要生計(jì)的家庭，其個(gè)體參與建設(shè)和管理農(nóng)田水利設(shè)施的意愿就越高；以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶(hù)比以非農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶(hù)參與意愿更高，因?yàn)檗r(nóng)業(yè)收入比重越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)就越被重視，而農(nóng)田水利設(shè)施的作用就越被關(guān)注；家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)關(guān)這一變量通過(guò)了P<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，與參與意愿呈正相關(guān)，有親戚在事業(yè)單位的農(nóng)戶(hù)參與意愿更高，親戚是社會(huì)資本的一部分，特別是有較高社會(huì)地位的社會(huì)關(guān)系在農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)生活中能夠提供一定的便利條件，促進(jìn)農(nóng)戶(hù)的參與動(dòng)力。

家庭所擁有的承包地面積和擁有農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼2個(gè)變量通過(guò)了P<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，并與農(nóng)戶(hù)參與意愿呈正相關(guān)。說(shuō)明擁有家庭承包地面積越多的農(nóng)戶(hù)參與意愿越高，承包地越多意味著以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要收入，那么就更加注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的順利進(jìn)行，而在灌溉上則表現(xiàn)為對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施的投入，對(duì)此參與意愿較高；而發(fā)放農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼能夠調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)參與的積極性。

未來(lái)3年會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這一變量未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這一變量對(duì)農(nóng)戶(hù)參與意愿的影響力甚小，未來(lái)3年會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶(hù)并不比不會(huì)從事農(nóng)業(yè)的參與意愿更高，雖然農(nóng)戶(hù)有未來(lái)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期，但是農(nóng)戶(hù)處于當(dāng)前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展?fàn)顩r中，而且預(yù)期具有不確定性，這樣一個(gè)預(yù)期并不能影響農(nóng)戶(hù)當(dāng)前的參與意愿。農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠這一變量通過(guò)了P<0.05統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，并呈正向影響，說(shuō)明農(nóng)田水利設(shè)施的數(shù)量越缺乏，農(nóng)戶(hù)參與建設(shè)和管理的意愿越高，因?yàn)檗r(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量的缺乏不能滿(mǎn)足農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)用水的需求，從而減少農(nóng)戶(hù)的利益，而參與設(shè)施建設(shè)和管理是避免利益損失的有效途徑。老百姓不相信干部的話這一變量通過(guò)了P<0.05統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，并呈正向相關(guān)，說(shuō)明越是同意這一觀點(diǎn)的農(nóng)戶(hù)參與意愿越低，農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)和維護(hù)作為農(nóng)村公共事務(wù)有賴(lài)于村干部的鼓舞和引導(dǎo)，而農(nóng)戶(hù)對(duì)村干部的信任程度越低，那么村干部就不能發(fā)揮應(yīng)有的作用，甚至原本有參與意愿的農(nóng)戶(hù)可能因此而降低其參與的意愿。

表3　農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理意愿的影響因素線性回歸估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示P<0.1,P<0.05,P<0.01水平上的顯著性。

4結(jié)論與建議

農(nóng)民作為小型農(nóng)田水利設(shè)施使用的主體，加強(qiáng)其在農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理中的參與是保證農(nóng)田水利供給的重要舉措。然而農(nóng)民是否愿意參與其中受到多種因素的影響，本文通過(guò)線性回歸模型分析得出以下結(jié)論:男性比女性的參與意愿更高；隨著文化程度的提高，有較高認(rèn)知水平的農(nóng)戶(hù)參與意愿越高；但是年齡越大的農(nóng)戶(hù)參與意愿越低；家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)和承包地面積越多，并以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶(hù)參與意愿更高；家里有親戚在事業(yè)單位和政府機(jī)關(guān)這一社會(huì)資本變量對(duì)農(nóng)戶(hù)的參與意愿有促進(jìn)作用；發(fā)放農(nóng)田水利購(gòu)置補(bǔ)貼有利于調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)參與的積極性；有未來(lái)3年會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期對(duì)農(nóng)戶(hù)的參與意愿影響甚??；農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量越匱乏的村莊，其農(nóng)戶(hù)的參與意愿較高，但在村民與村干部間信任程度低這一問(wèn)題下，農(nóng)戶(hù)參與意愿會(huì)降低。

針對(duì)上述分析所得出的研究結(jié)論提出以下建議：

(1)采取“政府鼓勵(lì)，農(nóng)民參與”的策略，對(duì)農(nóng)民參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和維護(hù)上給予適當(dāng)?shù)难a(bǔ)貼，國(guó)家政府在增加農(nóng)村小型農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)和管理的同時(shí)，應(yīng)充分調(diào)動(dòng)農(nóng)民的參與積極性，在擴(kuò)大補(bǔ)貼范圍的基礎(chǔ)上加大補(bǔ)貼的力度，鼓勵(lì)農(nóng)民參與的同時(shí)促進(jìn)其主動(dòng)參與的能動(dòng)性。

(2)在農(nóng)村開(kāi)展農(nóng)業(yè)文化知識(shí)培訓(xùn)，提高農(nóng)戶(hù)對(duì)科學(xué)文化知識(shí)的認(rèn)知水平及自身文化素質(zhì)，引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)認(rèn)識(shí)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理的重要性，從思想上改變農(nóng)民保守的發(fā)展觀念，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)也需要?jiǎng)?chuàng)新，引進(jìn)機(jī)械化灌溉設(shè)施能夠提高灌溉的效率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展。

(3)重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展，對(duì)糧食收購(gòu)價(jià)格進(jìn)行適當(dāng)?shù)奶嵘?，并加大糧食補(bǔ)貼的力度，從而提高農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶(hù)總收入來(lái)源中的比重，讓農(nóng)民在非農(nóng)化日益發(fā)展的情況下注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(4)提高村干部的辦事能力和職業(yè)素質(zhì)，加強(qiáng)思想教育，讓干部充分認(rèn)識(shí)到黨“從群眾中來(lái)到群眾中去”的思想路線，做好鄉(xiāng)村基層組織建設(shè)，讓百姓信任黨的領(lǐng)導(dǎo)和指揮，調(diào)動(dòng)村民積極性，做好村莊公共事務(wù)的建設(shè)和管理。

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(責(zé)任編輯：管珊紅)

Factors Affecting Farmers’ Willingness to Participate in Construction and Management of Small Irrigation and Water Conservancy Based on 3552 Questionnaires of 21 Provinces in China

ZHANG Hong-yu

(College of Public Management, Hohai University, Nanjing 211100, China)

Abstract：Based on the farmers survey data of 21 provinces, analyzed the factors of affected farmers’ willingness to participate in through linear regression model. The results showed that the level of education, numbers of agricultural labor, land acreage, social capital, subsidy policy and lack of water conservancy facilities showed a positive effect on the willingness to participate in, age and agree with farmer mistrust of cadres existed negative influence. The willingness to participate of males were higher than that of females, the main agricultural income was higher than that of in non agricultural income families. According to the above, putting forward the suggestions on improving the social policy subsidy, developing the training education to improve the farmers’ cultural quality and the professional quality of the cadres and improve the agricultural production.

Key words：Small irrigation and water conservancy; Construction and management; Willingness to participate; Influencing factor

收稿日期：2015-11-20

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“小型農(nóng)田水利供給研究”(13YJC840028)；江蘇省教育廳2012年高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究指導(dǎo)項(xiàng)目“小微型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)管理機(jī)制研究”(2012JD840011)。

作者簡(jiǎn)介：張鴻玉(1989—)，女，吉林通化人，碩士研究生，研究方向：城鄉(xiāng)社會(huì)學(xué)。

中圖分類(lèi)號(hào)：S27

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1001-8581(2016)04-0114-06